Semnături aberante neuronale de luare a deciziilor: jucatorii patologici afișează hipersensibilitate cortico-striatală la jocuri de noroc extreme

• Sofie V. Gelskov^{a, b,,,,} ,
• Kristoffer H. Madsen^{a, c},
• Thomas Z. Ramsøy^{a, d, 1},
• Hartwig R. Siebner^{a, e, 1}

doi: 10.1016 / j.neuroimage.2016.01.002

  Acces deschis

Important de subliniat

• Jucătorii patologici arată răspuns neuronal în formă de U la pariurile apetisante și aversive.
• Această hipersensibilitate se găsește într-o rețea cortico-striatală, adică caudat și DLPFC.
• Sensibilizarea acestei rețele ar putea constitui un marker neural al jocurilor de noroc compulsive.
• Este propusă o abordare viitoare a acestei rețele și a mecanismelor legate de acțiune și rezultat.

Abstract

Jocurile de noroc patologice sunt o tulburare de dependență caracterizată printr-o dorință irezistibilă de a juca, în ciuda consecințelor severe. Una dintre caracteristicile jocurilor de noroc patologice este procesul decizional inadaptabil și foarte riscant, care a fost legat de regregarea regiunilor cerebrale legate de recompensă, cum ar fi striatul ventral. Cu toate acestea, studiile anterioare au obținut rezultate contradictorii în ceea ce privește implicarea acestei rețele, relevând fie hipo- sau hipersensibilitate la câștiguri și pierderi monetare. O posibilă explicație este că creierul jocurilor de noroc ar putea reprezenta în mod eronat beneficiile și costurile atunci când se cântăresc rezultatele potențiale, și nu câștigurile și pierderile în sine. Pentru a rezolva această problemă, am investigat dacă jocurile de noroc patologice sunt asociate cu activitatea cerebrală anormală în timpul deciziilor care determină utilitatea câștigurilor posibile împotriva pierderilor posibile. Jucătorii patologici și subiecții umani sănătoși au suferit imagini de rezonanță magnetică funcțională în timp ce acceptau sau respingeau jocurile de câștig / pierdere mixte cu cincizeci și cincizeci de șanse de câștig sau pierdere. Spre deosebire de indivizii sănătoși, jucătorii au arătat un profil de răspuns în formă de U care reflectă hipersensibilitatea la cele mai apetisante și cele mai aversive pariuri dintr-o rețea executivă cortico-striatală, incluzând cortexul pre-frontal dorsolateral și nucleul caudat. Această rețea este preocupată de evaluarea contingențelor acțiunii-rezultat, monitorizarea acțiunilor recente și anticiparea consecințelor acestora. Dregularea acestei rețele specifice, în special pentru pariurile extreme cu consecințe cu potențial mare, oferă o nouă înțelegere a bazei neuronale a jocurilor de noroc patologice în ceea ce privește asocierile deficitare între acțiunile jocurilor de noroc și impactul lor financiar.

Cuvinte cheie

• Luarea deciziilor;
• Jocuri de noroc patologice;
• Hipersensibilitate cortico-striatală;
• fMRI;
• Aversiunea pierderii;
• Răsplăti

Introducere

Jocurile de noroc patologice este o tulburare mentală caracterizată printr-o dorință irezistibilă de a se implica în jocurile de noroc monetare, în ciuda consecințelor dăunătoare. Cu o prevalență care atinge 1-2% în multe societăți occidentale (Welte și colab., 2008 și Wardle și colab., 2010), această tulburare constituie o problemă severă de sănătate publică și personală. Jocurile de noroc patologice au fost recent clasificate ca dependență de comportament și împărtășesc multe simptome de bază cu dependențe de droguri, cum ar fi retragerea, toleranța și preocuparea ridicată (Petry, 2007 și Leeman și Potenza, 2012).

Luarea deciziilor riscante este un semn important al jocurilor de noroc patologice. Într-adevăr, jucătorii au o toleranță ridicată față de risc (Clark, 2010 și Brevers și colab., 2013), iar jocurile de noroc patologice au fost asociate cu modificări ale regiunilor dopaminergice legate de recompensă, risc și motivație, cum ar fi striatul ventral și cortexul prefrontal ventromedial (vmPFC) (van Holst și colab., 2010, Limbrick-Oldfield și colab., 2013 și Potenza, 2014). Cu toate acestea, în timp ce unele studii au descoperit hipoactivarea căii de recompensare mezolimbică ca răspuns la anticiparea sau rezultatul recompenselor ( Reuter și colab., 2005, de Ruiter și colab., 2009 și Balodis și colab., 2012), au raportat alte studii hiperactivarea aceleiași căi către recompensa anticipată ( van Holst și colab., 2012 și Worhunsky și colab., 2014), pierderi anticipate (Romanczuk-Seiferth și colab. 2015), sau semne de jocuri de noroc ( Crockford și colab., 2005 și Goudriaan și colab., 2010). Interesant, studiile tomografiei cu emisie de pozitroni (PET) nu au evidențiat diferențe generale între jucătorii și controalele sănătoase în ceea ce privește mărimea eliberarii de dopamină striatală ( Joutsa și colab., 2012 și Linnet și colab., 2011) dar a arătat o corelație pozitivă între eliberarea de dopamină striatală și severitatea jocurilor de noroc (Joutsa și colab. 2012), și eliberarea de dopamină și excitația la jocuri de noroc (Linnet și colab. 2011). Aceste modele de răspuns discrepant sunt reflectate în două relatări principale ale jocurilor de noroc patologice. Pe de o parte, teoria deficienței de recompensă prezice un sistem de recompensă hiposensibilă datorată unui receptor D2 de dopamină disfuncțional găsit în dependenții de substanță ( Blum și colab., 1990 și Noble și colab., 1991) și jucători ( Comings și colab., 1996 și Comings și colab., 2001). Un ton dopaminergic mai mic în creier i-ar împinge pe jucători să caute recompense mai mari, pentru a atinge pragul în care este inițiată o „cascadă de recompense” în creier. Pe de altă parte, teoria sensibilizării prezice o tendință motivațională puternică față de obiectele dependenței ( Robinson și Berridge, 1993 și Robinson și Berridge, 2008) ducând la hipersensibilitate în regiunile dopaminergice. La jucători, motivația de a juca ar fi declanșată de indicii de jocuri de noroc din mediul înconjurător, care ar înlocui valoarea stimulativă a surselor alternative de recompensă ( Goldstein și Volkow, 2002 și Goldstein și colab., 2007).

Aceste discrepanțe subliniază faptul că baza neuronală a jocurilor de noroc patologice rămâne nesoluționată. În timp ce studiile care contrastează pedepsele și recompensele monetare pot aborda modul în care valorile decizionale sunt calculate în creier, acestea nu abordează modul în care câștigurile și pierderile sunt integrate în timpul jocurilor de noroc. Recent, am dezvoltat o sarcină a jocurilor de noroc care verifică separat magnitudinea valorilor câștigului și a pierderilor, precum și modul în care câștigurile și pierderile sunt echilibrate între ele în jocurile „mixte” (câștig / pierdere) (Gelskov și colab. 2015). Atunci când echilibrează câștigurile și pierderile, oamenii tind să fie mai sensibili la pierderile potențiale decât la câștigurile echivalente, un prejudecat de decizie cunoscut sub numele de aversiune la pierderi (Kahneman și Tversky 1979). În practică, oamenii resping de obicei jocurile de noroc 50 / 50, cu excepția cazului în care pot câștiga în jur de două ori mai mult decât pot pierde. Studii anterioare folosind jocuri de noroc mixte cu participanți sănătoși au constatat că evaluarea separată a câștigurilor și pierderilor implică regiuni țintă dopaminergice legate de recompense, în special striatul ventral și vmPFC (Tom și colab. 2007). Cu toate acestea, când se ia în considerare întregul joc de câștig / pierdere (adică, câștigul potențial, pierderea potențială și consecințele câștigării sau pierderii), alte studii au găsit un rol important pentru amigdala în aversiunea la pierderi (De Martino și colab., 2010 și Gelskov și colab., 2015). În studiul de față, am folosit această sarcină la o populație care suferă de dependență de jocuri de noroc ca mijloc de a obține o perspectivă asupra procesului decizional bazat pe valori aberante.

Recent, un studiu comportamental a constatat că jucătorii cu probleme sunt mai puțini în pierdere decât subiecții de control (Brevers și colab. 2012, dar vezi și tu Giorgetta și colab. 2014). Aici, ne întrebăm dacă jocurile de noroc patologice ar putea reflecta o echilibrare deficitară a posibilelor câștiguri împotriva pierderilor în timpul luării deciziilor. Într-un studiu recent, am constatat că activitatea amigdalei și a striatului ventral reflecta gradul de aversiune la pierdere la participanții sănătoși atunci când au decis să accepte sau să respingă jocurile de pierdere a câștigului extrem (Gelskov și colab. 2015). Aici, am folosit comportamentul individual al jocurilor de noroc pentru a investiga modul în care procesul de luare a deciziilor este reglat de variația interindividuală în aversiunea la pierderi (adică fiind mai mult sau mai puțin aversă la pierdere) și dacă aversiunea la pierderi se reflectă și în zonele de recompensă mesolimbice la jucători . Pentru a aborda aceste probleme, am folosit fMRI și o sarcină de jocuri de noroc în care participanții au trebuit să accepte sau să respingă jocurile mixte pe baza raportului dintre valoarea absolută a câștigului și a pierderii. Proiectarea studiului nostru ne-a permis să abordăm dacă jucătorii patologici echilibrează valori pozitive și negative diferit de controalele sănătoase și dacă integrarea raporturilor câștig-pierdere în deciziile de jocuri de noroc este asociată cu activitatea anormală din regiunile creierului implicate în luarea deciziilor bazate pe valoare.

Material si metode

Participanții

Paisprezece jucători patologici de sex masculin, fără medicamente (vârsta medie în ani: 29.43; SD: 6.05; interval: 20 – 40) și 15 subiecți de control sănătos (toți bărbați; vârstă medie în ani: 29.87; SD: 6.06; interval: 21– 38) au fost recrutați special pentru acest studiu. Doi jucători suplimentari au fost inițial scanați, dar excluși înainte de includerea în analiză, deoarece au înțeles greșit sarcina: Un participant a răspuns doar atunci când a acceptat un pariu, în timp ce un alt participant a considerat că toate jocurile de noroc vor fi achitate la sfârșitul sesiunii. Jucătorii au fost recrutați printr-un centru de tratament danez pentru jocurile de noroc patologice. Niciun participant nu a avut probleme suplimentare de sănătate mintală, în afară de jocurile de noroc patologice, bazate pe interviul clinic structural pentru DSM-IV, Axa I (SCID-I, versiunea de cercetare, versiunile pentru pacienți și non-pacient); First și colab. 2002), inclusiv tulburări precum consumul de droguri sau dependența. Prezența jocurilor de noroc patologice a fost confirmată prin interviu structural bazat pe modulul SCID pentru jocurile de noroc patologice. Toți jucătorii au avut un scor SOGS (South Oaks Screen Gambling) peste 5 (Tabelul 1; Lesieur și Blume 1987; Versiunile în limba daneză a modulelor SOGS și SCID au fost traduse de J. Linnet). Participanții au fost analizați compatibilitatea MR, istoricul tulburărilor neurologice și formularele de consimțământ semnate. Studiul a fost aprobat prin protocolul etic KF 01 – 131 / 03, emis de comitetul local de etică.

Tabelul 1.

Caracteristicile demografice și neuropsihologice ale participanților.

Abrevieri: SOGS, South Oaks Screen Gambling; AUDIT, Test de identificare a tulburărilor de consum de alcool; WAIS, Scala de informații pentru adulți Wechsler; BDI, inventarul Depresiei Beck; BIS-11, Barratt Impulsiveness Scale, 11th ed., GAD-10, Test de tulburare de anxietate generalizată; DOSPERT, scala de asumare a riscurilor specifice domeniului.

a

Cel mai înalt nivel educațional (punctaj): 1 = Școală secundară generală / generală, 2 = educație și formare profesională, 3 = școală secundară superioară, 4 = diplomă universitară profesională, 5 = diplomă de licență sau similară, 6 = masterat.

b

Un singur jucător nu a completat ecranul AUDIT, unul nu a completat ecranul pentru fumat și educațional. Un subiect de control nu a completat chestionarul BIS-11.

c

Testul de permutare non-parametric utilizat datorită distribuțiilor care nu sunt normale.

Opțiuni tabel

Participanții au fost testați în două zile separate la 1-2 săptămâni distanță. În timpul primei sesiuni de testare, participanții au fost supuși unor teste neuropsihologice, chestionare și interviuri (vezi Tabelul 1). Participanții au fost, de asemenea, înzestrați cu 200 de coroane daneze (adică moneda monetară daneză, DKK, 1 DKK ≈ 0.16 dolar SUA), cărora li s-a spus să le aducă înapoi săptămâna următoare pentru sesiunea de test fMRI ca miză de jocuri de noroc.

Sarcina jocurilor de noroc și stimulii

În timpul sesiunii RMN, participanții au efectuat o sarcină de jocuri de noroc, care le-a impus să accepte sau să respingă jocurile mixte de câștig - pierdere cu probabilitate egală de a câștiga sau de a pierde (Fig. 1A). La fiecare studiu, subiecților li s-a prezentat o diagramă circulară, fie cu o sumă potențială de câștig, fie cu o sumă potențială de pierdere, în funcție de starea principală (adică condițiile „pierderea în primul rând” sau „primele câștiguri”). După un timp de afișare variabil (2-5 s), a fost prezentată a doua cantitate a jocului mixt și subiecții au decis să accepte sau să respingă jocul curent apăsând unul dintre cele două butoane din scaner. Ambele, prima „fază de prezentare a mărimii” și „faza de decizie” care au urmat au fost ascuțite în etape de 0.5 s (adică 2, 2.5, 3, 3.5, 4, 4.5 și 5 s) pseudo-aleatoriu de la proces la proces. Instrucțiunile au fost citite cu voce tare participanților, unde după ce au finalizat o scurtă sesiune de antrenament până când au fost familiarizați cu sarcina. Participanților li s-a spus că nu se va oferi feedback despre rezultatul pariurilor individuale în timpul scanării, dar că, după sesiunea fMRI, computerul va selecta două pariuri aleatorii: cele care au fost admis în timpul sesiunii de jocuri de noroc, ar fi „jucat”, iar participanții ar pierde bani din dotarea lor sau ar câștiga bani suplimentari, în timp ce, dacă ar fi respins pariul, nu a fost jucat niciun joc 50 / 50. Participanților li s-a spus să își urmeze „sentimentele intestinale” și că nu există răspunsuri corecte sau greșite.

Fig. 1. 

Sarcină de jocuri de noroc în scaner, matrice de stimul și comportament de alegere. A) Paradigma fMRI legată de eveniment; participanții au primit mai întâi fie o pierdere potențială, fie o sumă potențială de câștig (adică faza de magnitudine „Prezentare”). Apoi, când au fost prezentate ambele sume, participanții au ales dacă acceptă sau resping pariul (adică faza „Decizie”). Intervalele inter-proces (ITI) au fost separate. NB: „kr” = „DKK”. B) Harta de căldură codificată prin culori reprezentând rapoartele de jocuri de noroc (câștig / pierdere). Stimulii au constat din 64 de rapoarte diferite de câștig-pierdere, corespunzătoare a 8 sume potențiale de câștig (68–166 DKK; creșteri de 14) cu 8 sume potențiale de pierdere (34–83 DKK; creșteri de 7). Codificarea culorilor reflectă raporturile de la cel mai mic (0.82) la cel mai mare (4.9). Toate rapoartele de câștig / pierdere au fost prezentate de două ori în ordine aleatorie, o dată în „câștig primul” și o dată într-o „pierdere primul”. C) Hărți de căldură codificate prin culori care reprezintă modele de alegere pentru jucători (stânga) și comenzi (dreapta). Codificarea culorilor de la negru la roșu la galben la alb reflectă procentul crescând de jocuri de noroc acceptate (negru ➔ alb: 0-100%). D) Coeficientul de aversiune la pierdere, lambda (λ), pentru toți participanții. Rețineți distribuția înclinată corectă. Testul de permutare non-parametric a indicat o tendință către o aversiune mai mică a pierderilor la jucătorii patologici comparativ cu controalele sănătoase (P = 0.077).

Opțiuni figurare

Stimulii au constat în jocuri mixte prezentate pe diagramele de plăcintă galbene și violet cu o sumă monetară (adică potențiale câștiguri și pierderi în moneda daneză) prezentate în fiecare jumătate a graficului (Fig. 1A). Stimulii 64 au combinat cantitățile potențiale de câștig 8 (68 – 166 DKK; în pași de 14 DKK), cu valorile de pierderi potențiale 8 (34-83 DKK; în creșteri de 7 DKK; vezi matricea raportului câștig / pierdere în Fig. 1B). Cele 64 de jocuri de noroc mixte au fost prezentate o dată în „câștig primul” și o dată într-o stare „pierderea întâi”, rezultând un total de 128 de probe. Fiecare dintre stimuli a aparținut uneia dintre cele 8 clase, identificate prin unghiul diagramei care a fost rotit cu 45 ° (0 ° –360 °) pentru fiecare clasă. Astfel, deși fiecare cantitate (de ex. + 82 DKK) a apărut de 16 ori, a fost prezentată o singură dată în aceeași poziție fizică pe ecran pentru fiecare condiție principală (câștig sau pierdere mai întâi), pentru a evita orice efect de repetare la nivel scăzut. Pentru a ne asigura că subiecții au fost atenți la sarcină și pentru a crește cantitatea de rapoarte sub 1, am adăugat 18 teste de captură extrem de dezavantajoase. Aceste studii au combinat 3 sume cu câștig redus (adică 34, 41, 48 DKK) cu 3 sume cu pierderi mari (adică, 138, 152, 166 DKK). Toți subiecții au respins cel puțin 89% din testele de captură, indicând faptul că subiecții au acordat atenție sarcinii (jucătorii au respins 98% din toate probele de captură; interval: 95-100%; subiecții de control au respins 98.9% din testele de captură; intervalul 89-100 %). Nu a existat nicio diferență în proporția testelor de captură respinse între grupuriP = 0.61, t (27) = 0.52, SD = 2.99). În cele din urmă, am adăugat 24 de studii „de bază”: diagrame goale fără nici o sumă (rețineți că nici studiile de captare, nici studiile de bază nu au fost utilizate în analiza comportamentală sau incluse ca regresori de interese). S-au prezentat stimulii și s-au înregistrat apăsările de butoane folosind software-ul E-Prime 2.0 (Psychology Software Tools, Pittsburgh, PA).

Pe baza alegerilor participanților la cele 128 de studii periodice, am calculat gradul individual de aversiune la pierdere, lambda (λ), prin adaptarea unei regresii logistice la răspunsul binar al fiecărui participant (acceptare / respingere). In contrast cu Tom și colab. (2007), am folosit raportul câștig / pierdere complet al jocurilor de noroc mixte ca variabilă independentă pentru a obține lambda individuală „de decizie” în fiecare participant. Acest lucru s-a datorat concentrării noastre asupra raportului de joc complet în analizele RMN, mai degrabă decât a valorilor unice de câștig și pierdere. Lambda a fost estimat ca raportul câștig / pierdere pentru care probabilitatea de a accepta un proces a fost egală cu probabilitatea de a nu accepta un proces (adică 0.5).

Imagistică prin rezonanță magnetică

Scanările cerebrale funcționale și structurale au fost achiziționate folosind un scaner RMN Siemens Magnetom Trio 3 T cu o bobină de cap cu 8 canale. RMN funcțional dependent de nivelul de oxigen din sânge (BOLD) a fost colectat utilizând o secvență de imagistică ecoplană ponderată T2 * (295 volume; 41 felii; rezoluție izotropă de 3 mm; timp de repetare: 2430 ms; timp de ecou: 30 ms; unghi de rotație: 90 °; câmp vizual: 192 mm, plan orizontal) optimizat pentru detectarea semnalului BOLD în cortexul orbitofrontal (Deichmann și colab. 2003). Feliile au fost orientate axial, iar direcția de codificare a fazei a fost anterioară-posterioară. Rețineți că orientarea câmpului vizual nu a permis acoperirea completă a cortexului parietal superior. O scanare structurală tridimensională de înaltă rezoluție a întregului creier a fost achiziționată folosind o secvență de ecou gradient de achiziție rapidă (MPRAGE) pregătită cu magnetizare ponderată T1 în scopul co-înregistrării manuale (voxeli izotropi de 1 mm; FOV: 256 mm; achiziție matrice 256 × 256; TR: 1540; TE: 3.93 ms, timp de inversiune: 800 ms și un unghi de rotație de 9 °) și crearea unui șablon anatomic normalizat specific grupului pentru afișarea hărților funcționale în figuri. Primele două volume au fost aruncate ca scanări fictive pentru a permite câmpului să ajungă la starea de echilibru.

Analiza datelor fMRI

Datele fMRI au fost analizate folosind software-ul SPM8 (Wellcome Department of Cognitive Neurology). Prelucrarea a inclus corecția timpului de tranșare, realinierea spațială la imaginea medie, co-înregistrarea manuală a imaginilor, normalizarea la o imagine EPI standard (adică, imagine șablon MNI; voxeli funcționali de 2 × 2 × 2 mm), netezirea utilizând un izotrop Lățime completă de 8 mm la jumătatea maximă a nucleului Gaussian și filtrare temporală trece sus (frecvență de tăiere 1/128 Hz). Modelul liniar general (GLM) a estimat o expansiune Volterra cu 24 de parametri a celor 6 parametri de realiniere a corpului rigid de mișcare, care au fost incluși ca regresori fără interes, așa cum este descris în Friston și colab. (1996). Am inclus, de asemenea, regresori suplimentari pentru încercări de captură, încercări de eroare (adică, 250 ms> timp de reacție> 2500 ms și încercări fără răspuns), precum și două „regresori de apăsare pe buton” care modelează activarea motorului legată de apăsarea butoanelor cu degetul. La cinci subiecți, volumele cerebrale au fost excluse din cauza mișcării excesive a capului (adică, mișcarea globală a capului peste 8 mm, mișcarea locală a capului peste 2 mm) și DVARS (adică, modificarea rădăcinii medii pătrate (RMS) în semnalul BOLD de la volum la volum, unde „D” se referă la derivata temporală a cursurilor de timp și „VARS” la varianța RMS față de voxeli peste 5% variație a semnalului BOLD global, așa cum este definit în Putere și colab., (2012)).

În fiecare participant, am capturat modificările semnalului BOLD legate de sarcini folosind un GLM, care a modelat faza de prezentare a mărimii și faza de decizie a fiecărui proces (vezi Fig. 1A). Modificările semnalului BOLD în faza de prezentare a mărimii au fost împărțite în „evenimente de câștig” și „evenimente de pierdere”, fiecare modelat cu sumele lor individuale ca modulații liniare parametrice. Modificările semnalului BOLD în timpul luării deciziilor au fost modulate parametric cu raportul câștig-pierdere absolut, incluzând o modulare polinomială de primă ordine (adică liniară) și a doua (adică quadratică) (adică (câștig / pierdere)²). Toți regresorii de interes au fost implicați cu funcția de răspuns hemodinamic canonic.

Parametrul individual estimează modularea polinomială a primului și celui de-al doilea ordin a raporturilor crescând câștig-pierdere a fost apoi introdus în două analize separate ale grupului al doilea nivel. Aceste teste de nivel secundar au inclus scorul individual de aversiune la pierdere (adică lambda) ca covariate pentru modelarea influenței diferențelor individuale în aversiunea la pierderi. Un model de nivel secund separat a inclus scorurile SOGS individuale ca indice al gravității jocurilor de noroc. Diferențele de răspuns regional BOLD între jucători și controale au fost evaluate utilizând testul t cu două probe. La nivel de grup, grupurile au fost considerate semnificative dacă depășesc pragul P <0.05 corectat pentru comparații multiple cu corectarea erorilor în funcție de familie pe întregul creier (adică la nivel de cluster), utilizând un prag de intrare de P_Necorectat <0.001. În plus, sunt raportate diferite activări de tendință în structurile cortico-limbice relevante la P_Necorectat <0.001. Coordonatele sunt afișate în spațiul stereotactic MNI. În scopul evidențierii principalelor clustere de activare BOLD (de exemplu, caudat și DLPFC, Fig. 4) și efectuarea de comploturi de estimări ale parametrilor pe baza comportamentelor individuale (de exemplu, complotarea aversiunii la pierderi în amigdala și severitatea jocurilor de noroc în precuneus, Fig. 5), am creat măști anatomice pentru aceste regiuni folosind PickUtlas WFU (Maldjian și colab. 2003). Pentru măștile care acoperă caudat bilateral, amigdala și precuneus, am folosit măști „AAL” predefinite (Tzourio-Mazoyer et al. 2002), în timp ce pentru masca DLPFC, am construit o mască care acoperă zonele Brodmann 8 – 10, 46 și girul frontal mijlociu (MFG). Rețineți că niciuna dintre aceste măști nu a fost utilizată pentru a ameliora niciunul dintre rezultatele RMN raportate în textul principal sau în tabele.

REZULTATE

Date demografice și neuropsihologice

Datele demografice și neuropsihologice sunt enumerate în Tabelul 1. Grupurile nu au diferit semnificativ în ceea ce privește vârsta, predarea, anxietatea generală sau dependența de alcool. Cu toate acestea, jucătorii au arătat o dependență ușor mai mare de fumat, un nivel educațional mai scăzut, o impulsivitate generală mai mare și diferit în modul în care au perceput riscurile în comparație cu controalele care nu au jocuri de noroc. Important este că toți jucătorii aveau un SOGS mai mare de 5, ceea ce indică faptul că se aflau în intervalul patologic (median: 10; range: 6-19). În schimb, toți subiecții de control au înregistrat 0 la același test (median: 0; interval: 0 – 3), ceea ce nu indică nicio problemă cu jocurile de noroc.

Depresia este o comorbiditate frecventă la jucătorii patologici și, în mod constant, am constatat, de asemenea, o creștere substanțială a simptomelor depresive în grupul de jocuri de noroc comparativ cu grupul de control. Cu toate acestea, nu a existat nicio corelație între comportamentul jocurilor de noroc (adică λ) și scorurile BDI la jucători (R = 0.2739, P = 0.3651).

Am constatat, de asemenea, o diferență semnificativă de performanță pe testarea WAIS și testarea vocabularului și a cunoștințelor generale („informații”). Din nou, nu am găsit corelații între aceste măsuri și comportamentul jocurilor de noroc (adică, corelație între informațiile WAIS și λ: R = 0.0124, P = 0.9679; și între vocabularul WAIS și λ: R = 0.2320, P = 0.4456).

Date comportamentale

Fig. 1C arată distribuția jocurilor de noroc acceptate pentru un anumit raport câștig-pierdere pentru jucători și controale. Majoritatea participanților au arătat în mod constant un comportament contrar pierderii: au acceptat un joc dat doar atunci când suma câștigului a depășit în mod clar suma pierderii (adică lambda> 1). Jucătorii au avut tendința de a fi mai puțin avers de pierdere. Proporția medie a studiilor acceptate vs. respinse la jucători a fost de 65% față de 35%, iar la controale, 55% față de 45%, dar variabilitatea interindividuală a fost substanțială în ambele grupuri: lambda mediană la jucători a fost de 1.45 (SD = 0.49; medie = 1.45; interval: 0.56-2.59), cu o distribuție pozitivă înclinată a lui λ (coeficient de asimetrie de 0.42), în timp ce lambda mediană în controalele sănătoase a fost 1.82 (SD = 0.83; medie = 1.83; interval: 1.01-3.83; asimetrie pozitivă: 0.93). Prin urmare, diferența de lambda între grupuri a atins doar semnificația limită (P = 0.077; t (27) = 1.47). Rețineți că distribuția lambda a fost non-normală (testul de normalitate Shapiro-Wilks: P = 0.0353, W = 0.9218). Prin urmare, am folosit un test de permutare aleatorie bazat pe eșantionare (cunoscut și sub numele de test de randomizare) pentru a evalua diferențele în lambda între jucătorii patologici și controalele sănătoase. Numărul de iterații utilizate a fost de 10.000.

Numărul de încercări de eroare a fost comparabil între grupuri. Jucătorii ca grup au avut încercări de eroare 30 (non-răspuns 15, răspunsuri 15 foarte rapide sau lente) cu încercări de eroare 0-8 pe subiect. Subiectele de control au făcut erori 27 total (non-răspuns 16, răspunsuri 11 foarte rapide sau lente) cu încercări de eroare 0-8 pe subiect. Timpurile medii de răspuns au fost, de asemenea, similare între grupuri (P = 0.66; t (27) = 0.45; jucători: 927 ms; SD = 240; controale: 959 ms; SD = 122). Deciziile de acceptare sau respingere a unui pariu au fost mai dificile atunci când utilitatea subiectivă a câștigurilor și pierderilor a fost similară. Acest lucru s-a reflectat în timpii de răspuns, deoarece ambele grupuri au răspuns mai lent atunci când distanța euclidiană dintre raportul individual câștig / pierdere și lambda medie a grupului a scăzut (jucătorii: R = 0.15, P <0.001; controale: R = 0.15, P <0.001).

Creștere liniară a activității neuronale cu creșterea raportului câștig-pierdere

În faza de luare a deciziilor, un grup mare bilateral în cortexul cingulat anterior (ACC) și vmPFC (P <0.001; x, y, z = - 8, 40, 6; Z = 4.75; k = 759), cortexul bilateral mediu-cingular și precuneus adiacent, (P <0.001; x, y, z = - 10, - 30, 52; Z = 4.43; k = 1933), și girusul frontal superior (SFG; P <0.001; x, y, z = 18, 38, 56; Z = 4.34; k = 633) a arătat o creștere liniară a răspunsului BOLD cu raporturi de câștig-pierdere din ce în ce mai apetisante la toți cei 29 de participanți. Fig. 2 arată că acest efect liniar a fost determinat în principal de jucătorii, care au arătat o creștere treptată a răspunsului BOLD cu raporturi de joc din ce în ce mai apetisante în porțiunea pregenuală a ACC (P <0.001; x, y, z = - 8, 36, 8; Z = 5.18; k = 518; Fig. 2A) și vmPFC dreapta (P = 0.003; x, y, z = 8, 34, - 10; Z = 4.23; k = 307), precum și la nivelul cingulului mediu / precuneus (P = 0.031; x, y, z = - 10, - 30, 52; Z = 4.40; k = 188), girusul temporal inferior drept / parahippocampus (P = 0.002; x, y, z = 34, 2, - 30; Z = 4.23; k = 329), și girusul postcentral (P = 0.001; x, y, z = 62; - 20, 44; Z = 4.11; k = 356). Subiecții martor, pe de altă parte, au prezentat grupuri de activare dispersate într-o gamă de zone (precuneus stâng: P <0.001; x, y, z = - 6, - 58, 32; Z = 4.72; k = 1010; girus lingual drept: P = 0.002; x, y, z = 18; - 86, - 8; Z = 4.67; k = 332; cuneus stâng: P = 0.028; x, y, z = - 14, - 100, 10; Z = 4.27; k = 193; și lobul posterior drept al cerebelului: P = 0.001; x, y, z = 42, - 70, - 34; Z = 4.09; k = 351) cu activare de vârf în girusul unghiular stâng (P <0.001; x, y, z = - 48, - 60, 30; Z = 5.06; k = 433; Fig. 2B). Deși nu am constatat scăderi semnificative ale activării pentru pariuri din ce în ce mai apetisante, am găsit tendințe în insula anterioară a grupului de control (L: P <0.001, necorectat; x, y, z = - 32, 24, - 2; Z = 3.83; k = 74; R: P <0.001, necorectat; x, y, z = 42, 24, 4; Z = 3.64; k = 14). La contrastarea grupurilor, nu s-au găsit diferențe semnificative. Cu toate acestea, jucătorii au arătat o tendință către o creștere mai mare a activității, cu jocuri de noroc din ce în ce mai apetisante în ACC pregenual stâng (P <0.001, necorectat; x, y, z = - 8, 36, 6; Z = 4.33; k = 98; Fig. 2C). Rezultatele care arată impactul gradului individual de aversiune la pierdere asupra creșterii liniare a activității neuronale cu raporturi crescânde pot fi găsite în Fig. Suplimentară 1 și Tabelul suplimentar 1.

Fig. 2. 

Hărți statistice statistice codificate în culori: regiunile cerebrale care prezintă o relație liniară pozitivă între răspunsul BOLD și raporturile crescătoare de câștig-pierdere ale jocurilor de noroc A) la jucători, B) la controale și C) contrastând cele două grupuri. Când s-au contrastat grupurile, activarea BOLD a dezvăluit o diferență de tendință în ACC pregenual (jucători> controale). Hărțile sunt praguri la P <0.001 (necorectat) și afișat pe un șablon anatomic normalizat specific grupului bazat pe imagini structurale T1.

Opțiuni figurare

Creștere quadratică a activității neuronale cu creșterea raportului câștig-pierdere

La combinarea semnalului BOLD de la toți participanții, o rețea mare de zone prefrontală în lobul frontal dorsal și mezial a arătat o creștere cuadratică a activității neuronale, cu creșterea raporturilor câștig-pierdere în vârful dozei de SFG dorsal drept (P <0.001; x, y, z = 12, 24, 60; Z = 5.38; k = 1769). Activări suplimentare pentru acest contrast au inclus girusul frontal din stânga mijlociu (P <0.001; x, y, z = - 38, 10, 50; Z = 4.81; k = 605), girus unghiular bilateral (L: P = 0.022; x, y, z = - 42, - 64, 40; Z = 4.24; k = 227; R: P <0.001; x, y, z = 52, - 56, 38; Z = 4.68; k = 488), girusul frontal inferior stâng (P = 0.004; x, y, z = - 42, 26, - 16; Z = 4.09; k = 330), și girusul temporal inferior drept (P = 0.001; x, y, z = 66, - 14, - 22; Z = 4.30; k = 409). Așa cum se arată în Fig. 3, analizele separate pentru fiecare grup dezvăluie că acest efect a fost consecvent doar la jucători. La jucători, mai multe zone ale creierului au prezentat creșteri quadratice ca funcție a raporturilor de joc, incluzând un grup prefrontal bilateral mare care acoperă părțile laterale dorso ale girului frontal mijlociu și superior și un cluster subcortical focalizat care acoperă capul și corpul caudatului atât la stânga cât și la dreapta. nuclee (Fig. 3A; lista completă de activări poate fi găsită în Tabelul 2). În schimb, profilul de activitate al controalelor nu reflecta nicio modulare quadratică a activității cu raportul crescând câștig-pierdere (Fig. 3B; Tabelul 2).

Fig. 3. 

Hărți statistice cu scoruri t: coduri color: Regiuni ale creierului care prezintă o relație cuadratică pozitivă între răspunsul BOLD și creșterea raportului câștig-pierdere a jocurilor de noroc în A) jucători, B) și C) contrastând cele două grupuri. Hărțile sunt pragate la P <0.001 (necorectat).

Opțiuni figurare

Tabelul 2.

Rezultatele IRM funcționale: creșteri quadratice ale activității regionale BOLD cu creșterea raporturilor de joc.

P <0.05, FWE corectat la nivel de cluster.

⁎

Maximele locale în cadrul clusterului cu scor Z> 4.

Opțiuni tabel

Atunci când contrastăm jucătorii cu controalele, am găsit o modulare quadratică semnificativ mai puternică a activității neuronale cu raportul câștig-pierdere într-un set mare de regiuni ale creierului (Fig. 3C), inclusiv clusterul bilateral mare cortico-striatal. În cadrul acestui grup, nucleul caudat stâng a arătat cea mai puternică diferență de grup la nivel subcortical, iar DLPFC dreapta a afișat cel mai puternic efect de grup la nivel cortical. Lista completă a grupurilor de activare este prezentată Tabelul 2. De remarcat, niciun grup nu a afișat o modulare quadratică mai puternică a activității neuronale, cu raportul câștig-pierdere la controale în comparație cu jucătorii.

De asemenea, trebuie menționat faptul că creșterea patronică a BOLD la jocurile de joc aversive și apetisante a supraviețuit la jucători chiar și atunci când includ BDI sau scorurile WAIS ca covariate în testele T de nivelul al doilea (adică modelarea efectului depresiei, al vocabularului sau al nivelurilor de cunoștințe generale). , care diferă între grupuri în funcție de testele comportamentale, vezi Tabelul 1). Rezultatele, în care efectul depresiei a fost modelat din creșterea patratică a activității neuronale cu raporturi crescânde, pot fi găsite în Fig. 2 suplimentară.

Pentru a ilustra forma de bază a modulației patratice a semnalului BOLD în timpul luării deciziilor, am atribuit fiecare dintre raporturile de câștig-pierdere 64 la una dintre „coșurile” adiacente 16 într-un GLM post hoc. Când a activat activarea în fiecare dintre aceste pubele ca o funcție de creștere a raportului câștig-pierdere, am constatat că profilul de răspuns BOLD la jucători avea forma de U (Fig. 4B). Pentru a determina dacă un model liniar sau cubic a fost mai adecvat pentru a descrie efectul, am testat dacă variația suplimentară explicată prin includerea unor termeni polinomiali de ordin superior (pătrat și cubic) au fost semnificați. În cazul jucătorilor, dar nu și al controalelor, un model de regresie cuibărită a verificat că potrivirea cvadratică era mai potrivită pentru a descrie natura curbei decât o potrivire liniară. Rețineți că aceste date descriptive nu trebuie privite ca rezultate separate, ci doar o analiză complementară care să ilustreze forma de bază a profilurilor de răspuns BOLD.

Fig. 4. 

Modularea în formă de U a răspunsului BOLD la raporturile crescând câștig-pierdere la jucătorii patologici. A) Hărți parametrice statistice codate în culori, care prezintă grupuri cu o sensibilitate mai mare la raporturile de câștig-pierdere pozitive extreme și negative la jucători în comparație cu controalele. Hărțile sunt pragate la P <0.001 necorectat. Pentru a evidenția cele două regiuni principale care diferă între grupuri, se folosește mascarea anatomică a nucleelor ​​caudate (sus) și DLPFC (jos). B) Aceste grafice de împrăștiere se bazează pe o analiză GLM „post hoc” creată în scop ilustrativ, în care rapoartele câștig-pierdere adiacente au fost grupate împreună în 16 raporturi „coșuri” (gama de rapoarte este afișată pe axa x). Axa y indică activitatea neuronală regională (estimată de răspunsul BOLD într-o sferă de 8 voxeli în jurul activării vârfurilor) în faza de decizie pentru jucătorii (roșu) și martorii (negru). Un model de regresie imbricat sugerează că activarea este mai bine explicată printr-un cadrat comparativ cu o relație liniară cu raportul câștig-pierdere în nucleul caudat (P = 0.02) și DLPFC (P = 0.02) la jucători (panoul din stânga), dar nu și în controale (panoul din dreapta).

Opțiuni figurare

Impactul aversiunii individuale față de pierderi

În ambele grupuri, gradul individual de aversiune față de pierdere, indexat de lambda de decizie individuală, a sporit sensibilitatea la raporturile extreme câștig-pierdere ale jocurilor mixte într-o rețea de regiuni cerebrale cu activare maximă în amigdala dreaptă (P <0.001; x, y, z = 24, - 4, - 26; Z = 5.01; k = 1988). În afară de vârful principal de activare din amigdala, regiunile au inclus DLPFC / SFG (P <0.001; x, y, z = 32, 24, 56; Z = 4.86; k = 2372), gyrus temporal temporal / parahippocampal stâng (P <0.001; x, y, z = - 44, - 24, - 24; Z = 4.59; k = 1435), precuneus (P <0.001; x, y, z = - 4, - 62, 26; Z = 4.40; k = 1169) și vmPFC (P = 0.009; x, y, z = 8, 26, - 18; Z = 4.31; k = 281).

La jucătorii patologici, gradul individual de aversiune la pierdere a fost asociat cu o sensibilitate sporită la raporturile de câștig-pierdere extreme într-o rețea frontală dorsală cu un vârf regional în DLPFC (Fig. 5A; Vezi si Tabelul 3 pentru lista completă de activări). Această rețea corticală seamănă îndeaproape cu zonele prefrontală, prezentând o creștere a activității în formă de U, cu raporturi crescând câștig-pierdere la jucătorii prezentate în Fig. 3.

Fig. 5. 

Modularea relației în formă de U între activitatea neuronală și raportul câștig-pierdere prin A) gradul individual de aversiune la pierdere și B) severitatea jocurilor de noroc. A) Hărți parametrice statistice codate în culori care ilustrează modul în care gradul de aversiune individuală la pierdere (reflectată de valori λ individuale ridicate) a îmbunătățit relația în formă de U dintre activitatea neuronală și raporturile de joc la jucătorii patologici (panourile din stânga) sau controalele (panourile din dreapta). Graficul de mai jos ilustrează relația dintre estimarea parametrilor individuali pentru relația în formă de U între activitatea neuronală și raportul câștig-pierdere (axa y) și aversiunea individuală a pierderii (axa x) în amigdala bilaterală (controlează: P <0.001; R² = 0.83; jucători: P = 0.11; R² = 0.71). B) Partea de sus: hartă parametrică statistică codificată prin culoare care arată un cluster bilateral în precune, unde sensibilitatea neuronală la jocurile de noroc extreme a crescut odată cu severitatea jocurilor de noroc la jucătorii patologici. Dreapta: graficul scatter prezintă relația liniară (P = 0.016; R² = 0.63) între estimările parametrilor individuali ai relației în formă de U între raportul și activitatea neuronală în regiunea precuneus (axa y) și severitatea individuală a jocurilor de noroc exprimată prin scorurile individuale SOGS (axa x). Toate activările BOLD sunt activări ale întregului creier afișate la prag P <0.001 (necorectat).

Opțiuni figurare

Tabelul 3.

Rezultatele IRM funcționale: efectul aversiunii la pierderi asupra creșterii patratice a activității BOLD regionale cu raporturi de joc.

P <0.05, FWE corectat la nivel de cluster.

⁎

Maximele locale în cadrul clusterului cu scor Z> 4.

Opțiuni tabel

În controalele fără jocuri de noroc, o rețea mai ventrală și posterioară a arătat o sensibilitate sporită la raporturile de joc extreme, în funcție de aversiunea la pierderi, amigdala dreaptă având cea mai puternică dimensiune a efectului (Fig. 5A, panoul din dreapta dreapta; Tabelul 3). Comparația directă a celor două grupuri a dus la un efect semnificativ mai puternic de aversiune la pierderi asupra profilului de activitate din DLPFC pentru jucători, comparativ cu controalele (Tabelul 3), în timp ce efectul modulator al aversiunii asupra pierderii asupra activității amigdalei nu a fost semnificativ diferit între grupuri.

Atunci când trasați relația dintre estimările parametrului BOLD și aversiunea la pierderi, aversiunea individuală a pierderii în controalele sănătoase (dar nu și jucătorii) a îmbunătățit relația în formă de U dintre activitatea neuronală în amigdala (Fig. 5A, grafic de jos. Rețineți că acest efect a fost robust, până la excluderea subiectului de control cel mai negativ asupra pierderilor). Cu excepția câtorva voxeli din amigdala dreaptă (vezi Fig. 5A, panoul din mijloc), aversiunea împotriva pierderilor la jucătorii patologici nu a fost legată de răspunsul amygdala modificat în timpul luării deciziilor.

Impactul gravității jocurilor de noroc patologice

Am investigat dacă severitatea jocurilor de noroc la jucători, indicată de scorurile SOGS individuale, a modificat răspunsul în formă de U la raporturi extreme în timpul luării deciziilor. O căutare întreagă a creierului a evidențiat o îmbunătățire focală a sensibilității la raporturile extreme cu severitatea jocurilor de noroc în precuneus bilateral (P = 0.003; x, y, z = - 6, - 48, 40; Z = 4.59; k = 335; Fig. 5B, panoul superior). În consecință, corelația dintre procentul de modificări ale semnalului BOLD într-o regiune bilaterală precuneus (limitarea activității la această regiune prin mascarea anatomică) și severitatea jocurilor de noroc a fost extrem de semnificativă (Fig. 5B, grafic de jos).

Răspunsuri creier la câștiguri și pierderi potențiale unice

Întrucât valoarea câștigului și a pierderii unui joc mixt a fost prezentată secvențial în fiecare încercare, am fost capabili să surprindem schimbări regionale în semnalul BOLD corespunzând câștigurilor și pierderilor potențiale unice (a se vedea, de asemenea, discuția despre zgomotul folosit în Discuție secțiune). În această fază de evaluare pasivă, am căutat diferențe între grup în răspunsul BOLD la câștiguri, pierderi, câștiguri în creștere și pierderi în creștere. Nu au existat diferențe semnificative de grup pentru aceste contraste, dar am constatat o tendință bilaterală către un răspuns BOLD mai mare la câștigurile potențiale ale jucătorilor în comparație cu controalele din amigdala (L: P <0.001, necorectat; x, y, z = - 26, 2, - 22; Z = 3.19, k = 6; R: P <0.001, necorectat; x, y, z = 24, - 2, - 10; Z = 3.43; k = 7).

Discuție

Contrastând procesul decizional sănătos și patologic cu o sarcină mixtă de jocuri, am măsurat activitatea neuronală legată de sarcină în timpul deciziilor de jocuri de noroc, ceea ce a impus participanților să obțină un posibil câștig împotriva unei posibile pierderi. La jucători, o rețea cortico-striată dorsală a afișat o sensibilitate neuronală mai mare la cele mai apetitive și aversive raport câștig-pierdere în comparație cu controalele potrivite sănătoase. Reglarea mai puternică a zonelor cortico-striatice dorsale cu raportul câștig-pierdere extrem indică faptul că jucătorii pun mai multă greutate la extremele cadrului decizional oferit de sarcina jocurilor de noroc. Important, acest răspuns neural în formă de U la raporturile de jocuri de noroc nu a fost observat la controale, ceea ce sugerează că această hipersensibilitate specifică la raporturi extreme constituie o semnătură neurală a jocurilor de noroc patologice.

Interesant este faptul că reglarea în formă de U a activității neuronale la cele mai aversive și mai apetisante jocuri nu a fost exprimată în regiunile de bază ale rețelei de recompense, cum ar fi striatul ventral sau cortexul orbitofrontal. În schimb, a fost exprimat bilateral într-o rețea „asociativă” sau „executivă” cortico-striată dorsală, incluzând nucleul caudat și DLPFC. DLPFC recrutat a inclus girul frontal dorsal și mesial superior și mijlociu, corespunzând BA 6 / 8 / 9 și „9 / 46d” (Badre și D'Esposito, 2009 și Goldstein și Volkow, 2011). Această rețea cortico-striată dorsală este cunoscută a fi implicată în monitorizarea acțiunilor recente și în anticiparea rezultatelor acestora (pentru revizuire vezi Yin și Knowlton 2006). În special, nucleul caudat uman a fost implicat în consolidarea contingențelor de acțiune-rezultat (Knutson și colab., 2001, O'Doherty și colab., 2004, Tricomi și colab., 2004 și Delgado și colab., 2005).

Rezultatele noastre prezente sugerează că această rețea dorsală de cortico-striatal joacă un rol important în deciziile de jocuri luate de jucători. Raporturile de câștig-pierdere extreme sunt caracterizate ca fiind foarte relevante în ceea ce privește rezultatele posibile ale acțiunii: cu cât este mai apetisant un pariu, cu atât este mai important să îl accepți; invers, cu cât un pariu este mai aversiv, cu atât este mai important să-l respingi. La subiecții sănătoși, s-a constatat că striatul dorsal urmărește creșterea sau excitarea stimulilor, în loc să crească liniar valoarea subiectivă (Barta și colab. 2013). Deducem că la jucătorii patologici, această rețea dorsală cortico-striatală este hipersensibilă și cântărește aceste raporturi extreme de câștig-pierdere mai puternic decât la subiecții sănătoși, atunci când iau decizii de jocuri de noroc.

Teoriile actuale ale bazelor neurobiologice ale jocurilor de noroc patologice sunt convingătoare în simplitatea lor, prezicând fie o hiposensibilitate, fie o hipersensibilitate a striatului ventral și a altor regiuni nucleare ventrale ale sistemului de recompensă, cum ar fi vmPFC. În consecință, studiile anterioare de neuroimagistică la jucători au arătat fie diminuate (Balodis și colab. 2012) sau îmbunătățită (van Holst și colab., 2012 și Worhunsky și colab., 2014) activarea striatului ventral în timpul anticipării recompensei monetare. În studiul de față, nu au apărut diferențe de activitate neuronală între jucătorii patologici și controalele non-jocuri de noroc în sistemul de recompensă ventrală atunci când au evaluat sumele de pierdere sau câștig unice în faza de prezentare a mărimii sau când au echilibrat câștigurile și pierderile posibile ale jocurilor mixte din faza decizională. Doar amigdala dreaptă și stângă a arătat o tendință către un răspuns neuronal mai puternic la posibile câștiguri în faza anterioară. Cu alte cuvinte, decizia de a accepta sau respinge un joc de noroc nu a fost asociată în mod constant cu o hiper- sau hiposensibilitate a sistemului de recompense. Această constatare negativă este de acord cu un studiu recent în care jucătorii au arătat o reactivitate normală a striatului ventral la indicii de recompensă monetară, dar o sensibilitate necontenită la indicii care prezic stimulii erotici (Sescousse și colab. 2013). Lipsa unui tipar consecvent în această literatură, cu rezultate practic opuse sau niciun efect striatal, indică faptul că explicarea jocurilor de noroc patologice prin reglementarea ascendentă sau descendentă striată ar putea să nu fie adecvată. S-a sugerat că deficiențele de decizie văzute în jocurile de noroc patologice ar putea să rezulte dintr-un dezechilibru între sistemele dopaminergice care implică structuri motivaționale limbice și regiuni de control prefrontal, mai degrabă decât o perturbare a oricărei componente în izolare (Clark și colab. 2013). Un bun candidat al unor astfel de rețele cortico-striatale este bucla dorsală cortico-striatală, care a fost implicată în selecția acțiunii și procesarea contingențelor rezultatului acțiunii (Yin și Knowlton, 2006 și Seo și colab., 2012). Rețineți că, în studiul de față, deciziile sunt luate pe baza reprezentărilor interne ale echilibrului dintre câștiguri și pierderi, mai degrabă decât pe procese adaptative bazate pe rezultate sau procese strict anticipative. Acesta este poate motivul pentru care găsim zone care sunt mai mult legate de alegerea acțiunii (adică acceptarea sau respingerea unui pariu), mai degrabă decât domeniile care codifică în mod tradițional pentru a anticipa sau a primi rezultate.

Aici, în controalele care nu au jocuri de noroc, comportamentul avers al pierderilor în timpul activității de joc a fost asociat cu o sensibilitate mai puternică la raporturile de câștig-pierdere extreme în amigdala. Aceste rezultate corespund cu rezultatele noastre recente într-un grup separat de persoane sănătoase (Gelskov și colab. 2015), unde mai mulți participanți averse la pierderi au arătat o sensibilitate neuronală crescută în amigdală la raporturi extreme de câștig-pierdere ale jocurilor de noroc mixte. Aceste rezultate au persistat în ciuda diferențelor subtile dintre studii. Participanții efectivi ai jocului jucați în scaner au rămas aceiași (adică distribuția sumelor monetare, durata și fluctuația stimulilor vizuali etc.). Cu toate acestea, procedura de înzestrare a diferit ușor. În studiul actual, participanții au primit facturi reale de bani (200 DKK) pe care le-au păstrat timp de 1-2 săptămâni înainte de a le introduce ca miză la pariu, în timp ce în studiul anterior, participanții au fost determinați să creadă că ar putea pierde bani din inițialul lor dotare. Această diferență în strategia de înzestrare ar putea explica probabil de ce subiecții de control sănătoși din prezentul studiu au fost puțin mai puțin averse (lambda mediană de 1.82) comparativ cu studiul nostru anterior (lambda mediană de 2.08). Deși diferența statistică dintre cele două grupuri sănătoase nu a fost semnificativă (P = 0.18, test de permutare), diferența de lambda între grupul sănătos anterior și grupul actual de jucători a fost semnificativă (P = 0.004, test de permutare). O altă diferență evidentă între studii este diferența de vârstă, deoarece grupul de control actual era mai în vârstă pentru a se potrivi cu jucătorii (P = 0.0175, t (29) = 2.52; 2-eșantion t-test). Cu toate acestea, dacă este ceva, această diferență ar trebui să prezică efectul opus asupra lambda, deoarece subiecții mai în vârstă sănătoși tind să fie mai averse față de pierderi decât mai tineri. Mai mult, cele două studii au diferit ușor în modul în care au fost modelate raporturile de jocuri de noroc. În studiul nostru anterior, am constatat că amigdala a fost sensibilă la variațiile raporturilor câștig-pierdere în raport cu o „hotarare-limită” specifică subiectului (adică scorul lambda individual, λ). Acest model poate fi conceptualizat ca un răspuns BOLD în formă de „V” la raportul crescător, unde „punctul scăzut” al lui V a fost scorul λ individual. Două regresoare parametrice liniare au clasificat apoi fiecare raport de probă ca fiind mai mult sau mai puțin apetisant sau aversiv, în funcție de modul în care acestea difereau de λ individual (adică, rapoarte aversive <individuale λ <rapoarte apetisive). Cu toate acestea, în prezentul studiu, nu am putut să ne bazăm modelul pe scorurile λ, deoarece câțiva participanți pur și simplu au avut rate de acceptare prea mari sau prea mici. Astfel, am folosit raportul câștig-pierdere neajustat pentru a evalua răspunsul neuronal la spectrul continuu complet al rapoartelor (adică un răspuns BOLD în formă de „U” la raport). Rețineți că utilizarea acestui model pătratic ușor diferit ar putea fi motivul pentru care nu reproducem activitatea amigdalelor pentru jocuri de noroc din ce în ce mai apetisante și aversive la subiecți sănătoși. S-ar putea ca amigdala să fie reglată în mod specific la limita de decizie, λ, iar activarea amigdalei în studiul nostru anterior ar putea fi legată de includerea scorului λ în regresorii principali. Această interpretare este în concordanță cu faptul că ambele metode analitice au arătat că comportamentul avers de pierdere în jocuri de noroc este asociat cu o sensibilitate mai mare a amigdalei la rezultate potențiale foarte aversive și foarte apetisante în timpul luării deciziilor. Luate împreună, aceste descoperiri indică un rol crucial al amigdalei în influențarea deciziilor aversive de pierdere la persoanele sănătoase.

La jucători, relația dintre comportamentul avers al pierderii și activitatea neuronală la raporturile de joc a evidențiat doar o tendință nesemnificativă în amigdala. În schimb, activitatea legată de decizii în DLPFC s-a schimbat ca funcție de aversiune la pierderi. Acest efect a fost semnificativ mai puternic pentru jucători, comparativ cu controalele. Interesant este că acest efect a atins maximul în aceeași locație în DLPFC unde am constatat o hipersensibilitate mai puternică la raporturi extreme în raport cu controalele. Acest lucru indică faptul că la jucători, gradul individual de aversiune la pierdere nu este reflectat de zonele care prezic scăderea sau valoarea emoțională a unui stimul, cum ar fi amigdala și striatul ventral, ci în schimb de profilul de activitate din DLPFC. În această populație, se pare că o zonă corticală care sub-servește controlul executiv funcționează, cum ar fi memoria de lucru, schimbarea sarcinilor și reprezentarea contingențelor de acțiune-rezultat (Elliott, 2003, Monsell, 2003 și Seo și colab., 2012) completează amigdala în comportamentul avers al jocurilor de noroc în pierderea părtinitoare. Cu toate acestea, această propunere trebuie să fie investigată în continuare în studiile viitoare privind jocurile de noroc.

Interesant este că am găsit o tendință spre aversiune mai mică la pierderi la jucători. Conform teoriilor economice tradiționale, această tendință comportamentală către decizii mai puțin iraționale are implicația contra-intuitivă că jucătorii au acționat mai rațional decât controalele. Cu toate acestea, un raport mai evolutiv al aversiunii față de pierdere ar spune că prejudecățile de decizie au servit scopul de a ghida deciziile instinctive, de exemplu atunci când se hrănesc cu alimente. Într-adevăr, aversiunea împotriva pierderilor a fost raportată la primatele inferioare, cum ar fi maimuțele capucinoase (Chen și colab. 2006; dar vezi și el Silberberg și colab. 2008) care indică faptul că aversiunea împotriva pierderii este o orientare decizională profund înrădăcinată care ar putea fi chiar o părtinire înnăscută spre conservatorism. Un studiu recent realizat de Giorgetta și colab. (2014) au descoperit că jucătorii patologici care au fost în stadiile ulterioare ale tratamentului clinic au fost mai degrabă pierderii decât jucătorii care au fost în stadiile anterioare ale tratamentului. Interesant, ei au descoperit că jucătorii ca grup (de-a lungul stării tratamentului) au fost mai degrabă mai slabi decât controalele sănătoase. În schimb, un studiu anterior care a investigat aversiunea asupra pierderii de comportament la jucători a descoperit că jucătorii activi (adică nu sunt în tratament) au fost mai puțin pierduți în defavoarea decât controalele sănătoase (Brevers și colab. 2012). Acest lucru ridică întrebarea dacă un tratament eficient poate face pierderea jucătorilor patologici. În studiul de față, jucătorii au fost recrutați dintr-un centru de tratament și cei mai mulți au participat la terapia cognitivă. Probabil, acesta este motivul pentru care nu am găsit o diferență comportamentală semnificativă între jucători și controale sănătoase, ci doar o tendință în această direcție.

În cele din urmă, am constatat că jucătorii cu simptome ale jocurilor de noroc mai severe, măsurate prin scorul SOGS, au avut o implicare sporită a condiției în evaluarea raporturilor de jocuri mari și mici. Precuneusul și cortexul cingulat posterior sunt adesea găsite ca răspuns la sarcinile de autoreferențiere (vezi recenzia de Cavanna și Trimble 2006), și un studiu recent care a investigat autocontrolul jucătorilor de joc a arătat semnale electrofiziologice aberante peste cortexul cingulat posterior folosind MEG (Thomsen și colab. 2013). Aceste semnale aberante au fost legate de faptul că jucătorii patologici suferă de impulsivitate crescută și autocontrol mai scăzut. În studiul nostru, modularea activității precuneus în funcție de gravitatea jocurilor de noroc ar putea reflecta mecanisme similare, aberante de autocontrol. Cu toate acestea, aceste speculații cu privire la implicarea funcțională a precuneus în jocurile de noroc patologice trebuie să fie abordate formal în studiile viitoare.

Rezultatele noastre au scos la iveală un model de activitate modificat, în formă de U, atât pentru nucleul caudat cât și pentru DLPFC, atunci când jucătorii patologici au evaluat pariurile monetare. Deși acest model de activare ar putea rezulta din disfuncții ale acestor regiuni ale creierului, dar care nu au legătură între ele, ar putea provoca, de asemenea, modificări ale conexiunilor lor funcționale. Studiile anterioare la subiecți sănătoși au furnizat dovezi ample pentru conectivitatea dintre caudat și PFC, bazându-se atât pe funcțional (de ex. Robinson și colab. 2012) și structural (de ex Verstynen și colab. 2012) conectivitate cortico-striatală. Prin urmare, este posibil ca patologia jocurilor de noroc să reflecte modificări ale modelelor de conectivitate neuronală în acest circuit decizional cortico-striatal specific.

Ca în multe studii anterioare de jocuri de noroc, am inclus doar subiecți de sex masculin (de ex van Holst și colab., 2012, de Ruiter și colab., 2009, Linnet și colab., 2011 și Sescousse și colab., 2013). Cu toate acestea, deși studiile epidemiologice sugerează că bărbații reprezintă marea majoritate a jucătorilor patologici (Kessler și colab. 2008), jocurile de noroc patologice afectează și femeile. Deoarece studiile au arătat diferențe între femei și bărbați în ceea ce privește preferințele jocurilor de noroc (de exemplu, forme de jocuri de noroc mai solitare, cum ar fi slot machine vs. forme de angajare mai sociale, cum ar fi poker) și fundaluri motivaționale (de exemplu, scăparea emoțiilor negative față de comportamentele care caută sentimente ; vezi recenzia de Raylu și Oei 2002), rezultatele prezente nu pot fi generalizate pentru populația de sex feminin. Prin urmare, rămâne de precizat dacă jucătorii de sex feminin ar arăta aceleași semnături neuronale aberante ale luării deciziilor ca și jucătorii de sex masculin din acest studiu.

Un punct de îmbunătățire pentru studiile viitoare este cantitatea de subiecți de jocuri de noroc incluși în acest studiu (n = 14). Deși dimensiunea grupului a fost comparabilă cu studiile anterioare fMRI (Crockford și colab., 2005, Reuter și colab., 2005, Thomsen și colab., 2013 și Balodis și colab., 2012) și pacienții au fost bine caracterizați, ar fi fost de dorit să se studieze un grup mai mare. Alte limitări includ metoda de fluctuație între evenimentele de interes. Deoarece a fost acordat prioritate unui joc rapid și fără probleme, am ales să schimbăm evenimentele în sine și să nu introducem un interval inter-proces (ITI) între ele, deși a existat un ITI de 1.2 s între fiecare fază de luare a deciziilor și magnitudinea prezentării lipsa de nervozitate aici ar putea contribui, în principiu, la faptul că nu am găsit diferențe între grupuri în faza de prezentare a magnitudinii.

În concluzie, arătăm că o rețea cortico-striată dorsală implicată în situații de acțiune-rezultat exprimă o hipersensibilitate la raporturile de câștig-pierdere extreme la jucători. Profilul de răspuns în formă de U în DLPFC și precuneus a fost legat de gradul individual de aversiune la pierdere în timpul sarcinii de joc și, respectiv, de severitatea jocurilor de noroc patologice. Aceste rezultate stimulează cercetările viitoare pentru a extinde atenția neuroimagisticii din sistemul de recompensare de bază la rețelele cortico-striatale dorsale în jocurile de noroc patologice.

recunoasteri

Mulțumim sincer tuturor participanților pentru timpul acordat, precum și Centrului Danez pentru Ludomani pentru stabilirea contactului cu comunitatea de jocuri de noroc. Mulțumim Sid Kouider pentru comentariile utile despre manuscris și lui Christian Buhl pentru ajutorarea în colectarea datelor. Această lucrare a fost susținută de Consiliul Danez pentru Cercetări Independente în Științe Sociale, printr-o subvenție acordată Dr. Ramsøy („Proiectul de neuroștiință”) 0601-01361B) și de Fundația Lundbeck printr-un grant de excelență („ContAct”; subvenție nr. R59 A5399) la Dr. Siebner. Lucrările efectuate de Dr. Gelskov la Laboratoire de Science Cognitives et Psycholinguistique sunt susținute de subvenții ANR (RZA-10-LABX-0087 și RZA-10-IDEX-0001-02). Scanerul MR a fost donat de Fundația Simon Spies.

Anexa A. Date suplimentare

Material suplimentar

Ajutați-vă cu fișierele DOCX

Opţiuni

Referinte

1.      

• Badre și D'Esposito, 2009
• D. Badre, M. D'Esposito
• Axa rostro-caudală a lobului frontal este ierarhic?
• Nat. Rev. Neurosci., 10 (2009), pag. 659-669
• 

2.      

• Balodis și colab., 2012
• IM Balodis, H. Kober, PD Worhunsky, MC Stevens, GD Pearlson, MN Potenza
• Diminuată activitatea frontostriatală în timpul procesării recompenselor și pierderilor monetare din jocurile de noroc patologice
• Biol. Psihiatrie, 71 (2012), pp. 749-757
• 

3.      

• Barta și colab., 2013
• O. Barta, JT McGuire, JW Kable
• Sistemul de evaluare: o meta-analiză bazată pe coordonate a experimentelor RMN BOLD care examinează corelațiile neuronale de valoare subiectivă?
• NeuroImage, 76 (2013), pag. 412-427
• 

4.      

• Blum și colab., 1990
• K. Blum, EP Noble, PJ Sheridan, A. Montgomery, T. Ritchie, P. Jagadeeswaran, H. Nogami, AH Briggs, JB Cohn
• Asocierea asociată a genei receptorului dopaminic uman D2 în alcoolism
• JAMA, 263 (1990), pag. 2055-2060
• 

5.      

• Brevers și colab., 2012
• D. Brevers, A. Cleeremans, AE Goudriaan, A. Bechara, C. Kornreich, P. Verbanck, X. Noel
• Luarea deciziilor în condiții de ambiguitate, dar nu sub risc, este legată de gravitatea problemelor jocurilor de noroc
• Res. De psihiatrie, 200 (2012), pp. 568 – 574
• 

6.      

• Brevers și colab., 2013
• D. Brevers, A. Bechara, A. Cleeremans, X. Noel
• Iowa Gambling Task (IGT): douăzeci de ani după - tulburarea jocurilor de noroc și IGT
• Față. Psychol., 4 (2013), pag. 665
• 

7.      

• Cavanna și Trimble, 2006
• AE Cavanna, MR Trimble
• Precinus: o analiză a anatomiei sale funcționale și a comportamentului corelat
• Brain, 129 (2006), pp. 564 – 583
• 

8.      

• Chen și colab., 2006
• MK Chen, V. Lakshminarayanan, LR Santos
• Cât de fundamentale sunt prejudecățile comportamentale? Dovada comportamentului de tranzacționare a maimuței capucine
• J. Polit. Econ., 114 (2006), pp. 517 – 537
• 

9.      

• Clark, 2010
• L. Clark
• Luarea deciziilor în timpul jocurilor de noroc: o integrare a abordărilor cognitive și psiobiologice
• Philos. Trans. R. Soc. Lond. Ser. B Biol. Sci., 365 (2010), pp. 319 – 330
• 

10.   

• Clark și colab., 2013
• L. Clark, B. Averbeck, D. Payer, G. Sescousse, CA Winstanley, G. Xue
• Alegerea patologică: neuroștiința dependenței de jocuri de noroc și jocuri de noroc
• J. Neurosci., 33 (2013), pag. 17617-17623
• 

11.   

• Comings și colab., 1996
• DE Comings, RJ Rosenthal, HR Lesieur, LJ Rugle, D. Muhleman, C. Chiu, G. Dietz, R. Gade
• Un studiu al genei receptorului dopaminei D2 în jocurile de noroc patologice
• Farmacogenetica, 6 (1996), pag. 223-234
• 

12.   

• Comings și colab., 2001
• DE Comings, R. Gade-Andavolu, N. Gonzalez, S. Wu, D. Muhleman, C. Chen, P. Koh, K. Farwell, H. Blake, G. Dietz, JP MacMurray, HR Lesieur, LJ Rugle, RJ Rosenthal
• Efectul aditiv al genelor neurotransmițătorului în jocurile de noroc patologice
• Clin. Genet., 60 (2001), pp. 107 – 116
• 

13.   

• Crockford și colab., 2005
• DN Crockford, B. Goodyear, J. Edwards, J. Quickfall, e.-G. N
• Activitatea creierului indusă de Cue la jucătorii patologici
• Biol. Psihiatrie, 58 (2005), pp. 787-795
• 

14.   

• De Martino și colab., 2010
• B. De Martino, CF Camerer, R. Adolphs
• Daunele amygdala elimină aversiunea monetară
• Proc. Natl. Acad. Sci. SUA, 107 (2010), pag. 3788-3792
• 

15.   

• de Ruiter și colab., 2009
• MB de Ruiter, DJ Veltman, AE Goudriaan, J. Oosterlaan, Z. Sjoerds, W. van den Brink
• Perseverența răspunsului și sensibilitatea prefrontală ventrală la recompensă și pedeapsă la jucătorii și fumătorii cu probleme masculine
• Neuropsihopharmacology, 34 (2009), pag. 1027-1038
• 

16.   

• Deichmann și colab., 2003
• R. Deichmann, JA Gottfried, C. Hutton, R. Turner
• EPI optimizat pentru studiile RMN ale cortexului orbitofrontal
• NeuroImage, 19 (2003), pag. 430-441
• 

17.   

• Delgado și colab., 2005
• MR Delgado, MM Miller, S. Inati, EA Phelps
• Un studiu RMN al învățării probabilităților legate de recompense
• NeuroImage, 24 (2005), pag. 862-873
• 

18.   

• Elliott, 2003
• R. Elliott
• Funcțiile executive și tulburările acestora
• Br. Med. Bull., 65 (2003), pag. 49-59
• 

19.   

• First și colab., 2002
• MB În primul rând, RL Spitzer, M. Gibbon, JBW Williams
• Interviu clinic structurat pentru tulburările de axe I DSM-IV, versiunea de cercetare, ediția non-pacient (SCID-I / NP)
• Cercetare biometrică, Institutul de psihiatrie al statului New York, New York, NY (2002)
• 

20.   

• Friston și colab., 1996
• KJ Friston, S. Williams, R. Howard, RSJ Frackowiak, R. Turner
• Efecte legate de mișcare în seriile de timp fMRI
• Magn. Reson. Med., 35 (1996), pp. 346 – 355
• 

1.      

• Gelskov și colab., 2015
• SV Gelskov, S. Henningsson, KH Madsen, HR Siebner, TZ Ramsøy
• Amygdala semnalează apetitivitatea subiectivă și aversivitatea jocurilor de noroc mixte
• Cortex, 66 (2015), pp. 81 – 90
• 

2.      

• Giorgetta și colab., 2014
• C. Giorgetta, A. Grecucci, A. Rattin, C. Guerreschi, AG Sanfey, N. Bonini
• A juca sau nu a juca: o dilemă personală în jocurile de noroc patologice
• Res. De psihiatrie, 219 (2014), pp. 562 – 569
• 

3.      

• Goldstein și Volkow, 2002
• RZ Goldstein, ND Volkow
• Dependența de droguri și baza sa neurobiologică de bază: dovezi neuroimagistice pentru implicarea cortexului frontal
• A.m. J. Psihiatrie, 159 (2002), pag. 1642-1652
• 

4.      

• Goldstein și Volkow, 2011
• RZ Goldstein, ND Volkow
• Disfuncția cortexului prefrontal în dependență: constatări neuroimaginale și implicații clinice
• Nat. Rev. Neurosci., 12 (2011), pag. 652-669
• 

5.      

• Goldstein și colab., 2007
• RZ Goldstein, N. Alia-Klein, D. Tomasi, L. Zhang, LA Cottone, T. Maloney, F. Telang, EC Caparelli, L. Chang, T. Ernst, D. Samaras, NK Squires, ND Volkow
• Sensibilitatea corticală prefrontală scăzută la recompensa monetară este asociată cu motivația afectată și autocontrol în dependența de cocaină?
• A.m. J. Psihiatrie, 164 (2007), pag. 43-51
• 

6.      

• Goudriaan și colab., 2010
• AE Goudriaan, MB de Ruiter, W. van den Brink, J. Oosterlaan, DJ Veltman
• Modele de activare a creierului asociate cu reactivitatea cue și pofta la jucătorii cu probleme abstinente, fumătorii grei și controalele sănătoase: un studiu RMN
• Addict. Biol., 15 (2010), pp. 491 – 503
• 

7.      

• Joutsa și colab., 2012
• J. Joutsa, J. Johansson, S. Niemelä, A. Ollikainen, MM Hirvonen, P. Piepponen, E. Arponen, H. Alho, V. Voon, JO Rinne, J. Hietala, V. Kaasinen
• Eliberarea de dopamină mezolimbică este legată de gravitatea simptomelor la jocurile de noroc patologice
• NeuroImage, 60 (2012), pag. 1992-1999
• 

8.      

• Kahneman și Tversky, 1979
• D. Kahneman, A. Tversky
• Teoria perspectivei - analiza deciziei sub risc
• Econometrica, 47 (1979), pp. 263 – 291
• 

9.      

• Kessler și colab., 2008
• RC Kessler, I. Hwang, R. Labrie, M. Petukhova, NA Sampson, KC Winters, S. HJ
• Jocurile de noroc patologice DSM-IV în Replicarea Studiului Național de Comorbiditate
• Psychol. Med., 38 (2008), pp. 1351 – 1360
• 

10.   

• Knutson și colab., 2001
• B. Knutson, GW Fong, CM Adams, JL Varner, D. Hommer
• Disocierea anticipării și rezultatului recompensării cu fMRI în legătură cu evenimentul
• Neuroreport, 12 (2001), pag. 3683-3687
• 

11.   

• Leeman și Potenza, 2012
• RF Leeman, MN Potenza
• Asemănări și diferențe între tulburările patologice și jocurile de noroc: o concentrare asupra impulsivității și compulsivității
• Psychopharmacology, 219 (2012), pag. 469-490
• 

12.   

• Lesieur și Blume, 1987
• HR Lesieur, SB Blume
• The South Oaks Gambling Screen (SOGS): un nou instrument pentru identificarea jucătorilor patologici
• A.m. J. Psihiatrie, 144 (1987), pag. 1184-1188
• 

13.   

• Limbrick-Oldfield și colab., 2013
• EH Limbrick-Oldfield, RJ van Holst, L. Clark
• Disregularea fronto-striatală în dependența de droguri și jocurile de noroc patologice: inconsecvențe constante?
• NeuroImage Clin., 2 (2013), pp. 385 – 393
• 

14.   

• Linnet și colab., 2011
• J. Linnet, A. Møller, E. Peterson, A. Gjedde, D. Doudet
• Eliberarea de dopamină în striatul ventral în timpul jocului de noroc Iowa Performanța activității este asociată cu creșterea nivelului de excitare la jocurile de noroc patologice
• Addiction, 106 (2011), pag. 383-390
• 

15.   

• Maldjian și colab., 2003
• JA Maldjian, PJ Laurienti, RA Kraft, JH Burdette
• O metodă automatizată pentru interogarea bazată pe atlas neuroanatomice și citoarhitectonice a seturilor de date fMRI
• NeuroImage, 19 (2003), pag. 1233-1239
• 

16.   

• Monsell, 2003
• S. Monsell
• Comutarea sarcinilor
• Tendințe Cogn. Sci., 7 (2003), pag. 134-140
• 

17.   

• Noble și colab., 1991
• EP Noble, K. Blum, T. Ritchie, A. Montgomery, PJ Sheridan
• Asocierea asociată a genei receptorului dopaminic D2 cu caracteristici de legare a receptorilor în alcoolism
• Arc. Gen. Psihiatrie, 48 (1991), pag. 648-654
• 

18.   

• O'Doherty și colab., 2004
• J. O'Doherty, P. Dayan, J. Schultz, R. Deichmann, K. Friston, RJ Dolan
• Roluri disociabile ale striatului ventral și dorsal în condiționarea instrumentală
• Știință, 304 (2004), pag. 452-454
• 

19.   

• Petry, 2007
• NM Petry
• Tulburări de jocuri și consum de substanțe: starea actuală și direcțiile viitoare
• A.m. J. Addict., 16 (2007), pp. 1 – 9
• 

20.   

• Potenza, 2014
• MN Potenza
• Bazele neuronale ale proceselor cognitive în tulburarea jocurilor de noroc
• Tendințe Cogn. Sci., 18 (2014), pag. 429-438
• 

1.      

• Power și colab., 2012
• JD Power, KA Barnes, AZ Snyder, BL Schlaggar, SE Petersen
• Corelații spuroase, dar sistematice în rețelele RMN de conectivitate funcțională apar din mișcarea subiectului
• NeuroImage, 59 (2012), pag. 2142-2154
• 

2.      

• Raylu și Oei, 2002
• N. Raylu, TPS Oei
• Jocurile de noroc patologice: o revizuire cuprinzătoare
• Clin. Psychol. Rev., 22 (2002), pp. 1009 – 1061
• 

3.      

• Reuter și colab., 2005
• J. Reuter, T. Raedler, M. Rose, I. Hand, J. Glascher, C. Buchel
• Jocurile de noroc patologice sunt legate de activarea redusă a sistemului de recompensare mezolimbică
• Nat. Neurosci., 8 (2005), pag. 147-148
• 

4.      

• Robinson și Berridge, 1993
• TE Robinson, KC Berridge
• Baza neurală a poftei de droguri: o teorie de stimulare-sensibilizare a dependenței
• Rez. Creier Rez. Creier Rev., 18 (1993), pp. 247 – 291
• 

5.      

• Robinson și Berridge, 2008
• TE Robinson, KC Berridge
• Revizuire. Teoria stimulării sensibilizării dependenței: unele aspecte actuale
• Philos. Trans. R. Soc. Lond. Ser. B Biol. Sci., 363 (2008), pp. 3137 – 3146
• 

6.      

• Robinson și colab., 2012
• JL Robinson, AR Laird, DC Glahn, J. Blangero, MK Sanghera, L. Pessoa, et al.
• Conectivitatea funcțională a caudatului uman: o aplicație de modelare a conectivității meta-analitice cu filtrare comportamentală
• NeuroImage, 60 (2012), pag. 117-129
• 

7.      

• Romanczuk-Seiferth și colab., 2015
• N. Romanczuk-Seiferth, S. Koehler, C. Dreesen, T. Wüstenberg, A. Heinz
• Jocurile de noroc patologice și dependența de alcool: tulburări neuronale în procesarea recompensei și evitarea pierderilor
• Addict. Biol., 20 (2015), pp. 557 – 569
• 

8.      

• Seo și colab., 2012
• M. Seo, E. Lee, BB Averbeck
• Selectarea acțiunii și valoarea acțiunii în circuitele frontale-striatale
• Neuron, 74 (2012), pag. 947-960
• 

9.      

• Sescousse și colab., 2013
• G. Sescousse, G. Barbalat, P. Domenech, JC Dreher
• Dezechilibrul sensibilității la diferite tipuri de recompense în jocurile de noroc patologice
• Brain, 136 (8) (2013), pag. 2527-2538
• 

10.   

• Silberberg și colab., 2008
• A. Silberberg, PG Roma, ME Huntsberry, FR Warren-Boulton, T. Sakagami, AM Ruggiero, et al.
• La aversiunea la pierdere la maimuțele capucinoase
• J. Exp. Anal. Behav., 89 (2008), pp. 145 – 155
• 

11.   

• Thomsen și colab., 2013
• KR Thomsen, M. Joensson, HC Lou, A. Møller, J. Gross, ML Kringelbach, J.-P. Changeux
• Alterarea interacțiunii paralimbice în dependența de comportament
• Proc. Natl. Acad. Sci. SUA, 110 (2013), pag. 4744-4749
• 

12.   

• Tom și colab., 2007
• SM Tom, CR Fox, C. Trepel, RA Poldrack
• Baza neurală a aversiunii față de pierderi în procesul de luare a deciziilor sub risc
• Știință, 315 (2007), pag. 515-518
• 

13.   

• Tricomi și colab., 2004
• EM Tricomi, domnul Delgado, JA Fiez
• Modularea activității caudate în funcție de contingența acțiunii
• Neuron, 41 (2004), pag. 281-292
• 

14.   

• Tzourio-Mazoyer și colab., 2002
• N. Tzourio-Mazoyer, B. Landeau, D. Papathanassiou, F. Crivello, O. Etard, N. Delcroix, B. Mazoyer, M. Joliot
• Etichetarea anatomică automată a activărilor în SPM utilizând o parcelilare macroscopică anatomică a creierului MNI cu un singur subiect
• NeuroImage, 15 (1) (2002), pag. 273-289
• 

15.   

• van Holst și colab., 2010
• RJ van Holst, W. van den Brink, DJ Veltman, AE Goudriaan
• Studii de imagistică cerebrală în jocurile de noroc patologice
• Curr. Rep. De psihiatrie, 12 (2010), pp. 418 – 425
• 

16.   

• van Holst și colab., 2012
• RJ van Holst, DJ Veltman, C. Buchel, W. van den Brink, AE Goudriaan
• Codificarea speranței distorsionate în jocurile cu probleme: este dependența în anticipare?
• Biol. Psihiatrie, 71 (2012), pp. 741-748
• 

17.   

• Verstynen și colab., 2012
• TD Verstynen, D. Badre, K. Jarbo, W. Schneirder
• Scheme organizatorice microstructurale în sistemul corticostriatal uman
• J. Neurofiziol., 107 (2012), pp. 2984 – 2995
• 

18.   

• Wardle și colab., 2010
• H. Wardle, A. Moody, S. Spence, J. Orford, R. Volberg, D. Jotangia, et al.
• Sondaj privind prevalența jocurilor de noroc britanice
• Centrul Național de Cercetări Sociale din Londra (2010)
• 

19.   

• Welte și colab., 2008
• JW Welte, GM Barnes, MC Tidwell, JH Hoffman
• Prevalența jocurilor de noroc cu probleme în rândul adolescenților și tinerilor din SUA: rezultă dintr-un sondaj național
• J. Gambl. Stud., 24 (2008), pp. 119 – 133
• 

20.   

• Worhunsky și colab., 2014
• PD Worhunsky, RT Malison, RD Rogers, MN Potenza
• Alterate corelate neuronale ale procesului de recompense și pierderi în timpul slot-ului simulat RMN în jocurile de noroc patologice și dependența de cocaină
• Dependența de alcool de droguri, 145 (2014), pp. 77 – 86
• 

1.      

• Yin și Knowlton, 2006
• HH Yin, BJ Knowlton
• Rolul ganglionilor bazali în formarea obiceiurilor
• Nat. Rev. Neurosci., 7 (2006), pag. 464-476
• 

Autor corespondent la: Grupul Brain and Conciousness (EHESS / CNRS / ENS), Ecole Normale Supérieure, PSL Research University, 29 rue d'Ulm, 75005 Paris, France.

1

Autorii majori au contribuit în egală măsură la lucrare.

Copyright © 2016 Autorii. Publicat de Elsevier Inc.